DRG支付制度下的臨床路徑實施效果評價研究
——基于間斷時間序列模型

谷成勝 石 平 何明方 康 周 馬崇淇 肖 健

（廣元市中心醫院病案統計科 廣元 628000）

本研究以四川省某三甲醫院為例，依托臨床路徑管理前后的醫院運營及DRG 評價指標體系數據，利用間斷時間序列模型評估臨床路徑對醫院運營及DRG 指標的影響程度，為醫療機構主動適應醫保支付方式改革提供借鑒。

1 資料與方法

1.1 資料來源

選取四川省某三甲醫院2019年1月—2021年7月的歷月臨床路徑相關數據和DRG 維度數據，原始信息取自醫院HIS 系統和市醫保局住院醫療服務DRG 評價平臺。評價指標包括：（1）基本情況：入徑率、路徑完成率和平均住院日等；（2）DRG 維度指標：CMI、總權重、費用消耗指數、時間消耗指數、標準化死亡率等。由于醫院于2020年6月份為適應DRG 支付方式改革而規范管理臨床路徑，因此將2019年1月至2020年5月設定為干預前組，將2020年7月至2021年7月設定為干預后組。

1.2 研究方法

間斷時間序列模型（inter r upted t ime ser ies analysis，ITS）是一種常用于評估干預措施長期內作用效應的準實驗研究設計，該方法在綜合研判待研究行為原進展趨勢的基礎上，通過收集干預行為前后多個觀測點上特征變量信息，采用分段線性回歸擬合模型，即以干預措施實施點為間隔，分段構建以時間點為自變量，以結局特征數值為因變量的線性回歸方程，通過參數檢驗結果對比干預措施產生的水平改變和斜率變化，模擬出時點即刻變化和趨勢進展，分析前后不同時期的事件特征，進而評價干預方案的有效程度[1]。其基本模型方程如下所示：

Yt=β0+β1·time+β2·intervention+β3·time after intervention+εt

其中，Yt為因變量，是研究目標的特征值；β0為常數項，是初始時期目標Y 的基線水平，即t ＝0時的結局數值；β1為基線斜率，是干預措施實施前目標結局隨時間變量t 變化的趨勢估計值；β2為干預措施引起的目標結局水平變化估計值，即干預實施后，實施前時間分段末端處與實施后時間分段的起始處的指標水平值的差值；β3為干預措施引起的目標結局的趨勢變化估計值，即實施后時間分段趨勢值（斜率）與實施前時間分段趨勢值的差值，即干預引起的結果值的趨勢變化估計值；（β1+β3）為干預措施實施后待研究行為變化趨勢的斜率。εt 為誤差項，表示無法用模型中參數來解釋的隨機誤差。目前，間斷時間序列模型被認為是評估干預措施縱向效果最強的準實驗研究設計，也越來越多地被用于評估臨床治療、衛生服務和政策實施等類型措施對特定人群或實踐行為的縱向影響效果[2]。

1.3 統計學分析

采用Excel 2016 對數據進行整理匯總并建立數據庫，采用SPSS 25.0 和R language 4.1.0 進行統計學分析和繪圖。研究變量中，入徑率、路徑完成率和平均住院日等基本情況指標使用兩獨立樣本t 檢驗，對比DRG 支付制度下的臨床路徑實施效果前后差異；通過R language 4.1.0 的car、prais 和ggplot2 等建立間斷時間序列模型并繪圖，使用間斷時間序列分析的分段回歸模型對DRG 中的產能、效率和質量三項維度相應指標進行干預效果模擬；通過Durbin-Watson 檢驗判斷時間序列自相關性，DW 值在0—4 之間，接近于2 時表明無自相關可能性高。若檢驗結果提示存在1 階自相關，采用廣義最小二乘估計（generalized least square estimator，GLSE），通過Prais-Winsten 法重新進行擬合[3]。其中回歸系數采用雙側檢驗，檢驗水平a=0.05。

2 結果

2.1 基本情況

為應對醫保DRG 支付方式改革，提高醫保基金使用效率，醫院于2020年6月開始按照DRG 支付方式特點制定醫院臨床路徑管理方案，住院患者臨床路徑選擇如圖1所示。經過為期14 個月的持續干預后，平均住院日從8.38 天下降至7.83 天，住院均次費用由9956.43元下降至9059.39 元，藥品均次費用由2186.03 元下降至1684.39 元，藥占比從20.39%下降至17.02%，醫保基金拒付率由14.40%下降到4.50%，差異均有統計學意義。耗占比從21.94%下降至20.66%，差異無統計學意義（P=0.063）（見表1）。

圖1 臨床路徑選擇示意圖

表1 DRG模式下臨床路徑管理實施前后基本情況比較

2.2 效果評價

2.2.1 產能指標。對CMI 值和總權重進行分別線性趨勢判斷和自相關分析，2019年1月—2021年7月整體CMI 值回歸分析中，DW 統計量為1.461，P 值為0.038，提示存在1 階自相關，因此采用Prais-Winsten 法進行校正，構建間斷時間序列回歸模型方程 為：Y=0.837+0.006X1-0.105X2-0.005X3+ε。結果顯示，在干預前CMI 值斜率為0.006，呈上升趨勢，差異有統計學意義（β1=0.006，P＜0.001）。干預后當月即刻下降0.105，差異具有統計學意義（β2=-0.105，P＜0.001），干預后CMI 值每月增加0.001，但差異無統計學意義（β3=-0.005，P=0.143），具體見表2。圖2 為CMI 值變化趨勢，虛線標識的是干預當月；虛線左側為干預前數據，虛線右側為干預后數據。由圖可知CMI 值總體變化不明顯。

表2 DRG模式下臨床路徑管理實施前后CMI值比較

圖2 2019年1月-2021年7月CMI值變化趨勢

總權重回歸分析中DW 統計量為2.182，P 值為0.928，提示不存在1 階自相關，因此直接采用線性回歸構建間斷時間序列模型方程為：Y=4708.803+14.017X1-218.271X2+17.180X3+ε。結果顯示，在干預前（總權重斜率為14.017，呈上升趨勢，差異無統計學意義（β1=14.017，P=0.561）。干預后當月即刻下降218.271，差異不具有統計學意義（β2=-218.271，P=0.532），干預后總權重值每月增加31.197，但差異無統計學意義（β3=17.180，P=0.669）， 具體見表3。由圖3 可知總權重趨勢變化不明顯。

表3 DRG模式下臨床路徑管理實施前后總權重比較

圖3 2019年1月-2021年7月總權重變化趨勢

2.2.2 效率指標。對時間消耗指數和費用消耗指數分別進行線性趨勢判斷和自相關分析，其中2019年1月—2021年7月整體時間消耗指數回歸分析中DW 統計量為2.408，P 值為0.583，提示不存在1 階自相關，因此直接采用線性回歸構建間斷時間序列模型方程為：Y=1.008-0.001X1+0.003X2-0.003X3+ε。結果顯示，在干預前時間消耗指數值斜率為-0.001，呈下降趨勢，差異有統計學意義（β1=-0.001，P=0.213）。干預后當月即刻上升0.003，差異不具有統計學意義（β2=0.003，P=0.860），干預后時間消耗指數每月下降0.004，但差異無統計學意義（β3=-0.003，P=0.182），具體見表4。圖4 為時間消耗指數變化趨勢，呈下降趨勢。

圖4 2019年1月-2021年7月時間消耗指數變化趨勢

表4 DRG模式下臨床路徑管理實施前后時間消耗指數比較

費用消耗指數回歸分析中，DW統計量為1.106，P值為0.002，提示存在1 階自相關，因此采用Prais-Winsten 法進行校正，構建間斷時間序列回歸模型方程 為：Y=0.890+0.001X1-0.033X2-0.007X3+ε。結果顯示，在干預前費用消耗指數斜率為0.001，呈上升趨勢，差異無統計學意義（β1=0.001，P=0.745）。干預后當月即刻下降0.033，差異不具有統計學意義（β2=-0.033，P=0.064）， 干預后費用消耗指數值每月下降0.006，差異有統計學意義（β3=-0.007，P=0.005），具體見表5。圖5 為費用消耗指數變化趨勢，整體呈明顯下降趨勢。

圖5 2019年1月-2021年7月費用消耗指數變化趨勢

表5 DRG模式下臨床路徑管理實施前后費用消耗指數比較

2.2.3 安全指標。由于2019年至今醫院住院患者中不存在低風險死亡病例，因此采用CMI 值對病死率進行標化處理，將標準化死亡率作為安全評價指標。對標準化死亡率進行線性趨勢判斷和自相關分析，其中2019年1月—2021年7月整體標準化死亡率回歸分析中，DW 統計量為1.563，P 值為0.056，提示不存在1 階自相關，直接采用線性回歸構建間斷時間序列模型方程 為：Y=4.271+0.035X1-0.560X2-0.103X3+ε。結果顯示，在干預前標準化死亡率斜率為0.035，呈上升趨勢，差異無統計學意義（β1=0.035，P=0.520）。干預后當月即刻下降0.560，差異具有統計學意義（β2=-0.056，P=0.478），干預后標準化死亡率每月降低0.068，但差異無統計學意義（β3=-0.103，P=0.260），具體見表6。圖6 為標準化死亡率變化趨勢，呈緩慢下降趨勢。

圖6 2019年1月-2021年7月費用消耗指數變化趨勢

表6 DRG模式下臨床路徑管理實施前后標化死亡率比較

3 結論

本研究對象中的臨床路徑是在醫保付費方式改革的大背景下，結合該醫院的實際情況制定出的措施，具有嚴格統一的執行時間。該醫院于2020年6月開始按照DRG支付方式特點調整醫院臨床路徑管理方案，其基本做法是“多病同徑，一病多徑”，基本要求是“以救治患者、保障質量安全為出發點，不能為控費而影響規范診療”，核心要求是“提高效率”，臨床路徑選擇如圖1所示。目前全院已經建立237 個臨床路徑病組，涉及1873 個病種，53.61%住院患者實施臨床路徑管理，路徑完成率穩定在99.61%左右。

3.1 醫院基本運營指標明顯改善

通過實施臨床路徑管理，加強診療規范建設，醫療費用不合理增長得到有效控制。均次費用下降較大部分是藥品比重,藥占比的下降，一方面是臨床路徑加大對藥品的管理所致，另一方面還可能與醫保藥品集中采購、藥品“雙通道”管理等醫保政策有關。耗占比下降不明顯，近年來由于該院“外科微創化、內科介入化”大力發展新技術，耗占比下降不明顯。

3.2 臨床路徑對DRG相關指標的影響

3.2.1 產能指標變化較為穩定。CMI 值是指醫院出院病例的例均權重，跟醫院收治的疾病種類有關，收治權重高的病例數越多，則CMI值越高，醫院處置疑難危重病例能力越強，反之則反，因此CMI 值是評價一個醫院的核心指標。該醫院服務總量在實施臨床路徑措施后呈上升狀態，總權重處于相對平穩上升趨勢，CMI 值總體變化較為穩定，但易受醫院收治病人權重較低的科室如兒科和產科業務量影響。

3.2.2 效率指標顯著提升。時間消耗指數和費用消耗指數分別反映治療同類疾病住院時間長短、醫療費用高低，指數小于1，表示醫療費用或住院時間低于平均水平，指數越小，效率越高。該醫院在保證醫療質量的前提下實施臨床路徑政策，強化全院成本管理意識，在科室成本核算的基礎上，推進病種成本核算，加強對成本的分析、決策、控制及考核。臨床路徑管理中重點強化手術和介入治療的耗材管理，優先使用“集采”耗材，創新實施“麻醉臨床路徑”管理，強化藥品管控。加強術前平均住院日管控，嚴格考核手術日首臺手術開臺時間等措施，監管平均住院日。實施臨床路徑的效果是直接規范醫院的診療行為，費用消耗指數明顯下降。

3.2.3 安全指標影響較小。醫療質量是醫院管理的核心，醫療安全則是醫療質量的前提，低風險組死亡率是反映醫療安全與質量的關鍵指標。但由于該院在研究階段未出現低風險死亡病例，因此需要采用標化的方式產生新變量作為安全維度評價指標。從研究結果來看，標準化死亡率的即刻變化和趨勢變化雖然指標數值下降，但沒有統計學差異，表明臨床路徑管理并未對醫療質量安全造成影響。

3.3 醫院運營回歸良性發展

DRG 醫保支付制度改革讓醫療機構有了“控制成本”的動力，臨床路徑給DRG 付費提供有力支撐，既能保證醫療質量，同時又能有效降低醫療成本，DRG 與臨床路徑有機結合促進醫院內部精細化管理，醫保基金拒付率下降、回款率上升，有利于提高醫院的運營效率，提高醫保基金的使用效率。